牛秀紅

(中國(guó)礦業(yè)大學(xué)(北京)管理學(xué)院，北京 100083)

基于結(jié)構(gòu)方程的資源型產(chǎn)業(yè)影響因素研究

牛秀紅

(中國(guó)礦業(yè)大學(xué)(北京)管理學(xué)院，北京 100083)

資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展受各種因素影響，通過(guò)文獻(xiàn)分析及專(zhuān)家訪談，確定資源型產(chǎn)業(yè)影響因素外部環(huán)境包括資源條件、產(chǎn)業(yè)環(huán)境、法律政策、環(huán)境因素四個(gè)方面，內(nèi)部管理包括生產(chǎn)管理、人力資源和財(cái)務(wù)運(yùn)營(yíng)三個(gè)方面，共36個(gè)因素。通過(guò)調(diào)查問(wèn)卷形式進(jìn)行實(shí)證分析，通過(guò)探索性檢驗(yàn)剔除5項(xiàng)對(duì)量表信度及效度造成影響的因素，最終保留31項(xiàng)影響因素并構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程進(jìn)行路徑分析。結(jié)果顯示，外部環(huán)境及內(nèi)部管理均對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展有顯著性影響，外部環(huán)境的變化會(huì)引起內(nèi)部管理的變化，進(jìn)而繼續(xù)對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生影響；外部環(huán)境方面資源條件和產(chǎn)業(yè)環(huán)境影響較大，法律政策和環(huán)境仍有進(jìn)步空間；內(nèi)部管理方面生產(chǎn)管理、人力資源、財(cái)務(wù)運(yùn)營(yíng)均對(duì)企業(yè)發(fā)展有重要作用。研究認(rèn)為可從影響因素角度出發(fā)，促進(jìn)資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展和升級(jí)。

資源型產(chǎn)業(yè)；影響因素；結(jié)構(gòu)方程模型；實(shí)證分析

資源型產(chǎn)業(yè)的概念早在20世紀(jì)80年代就被提出，但是目前尚未形成統(tǒng)一的界定。廣義上的資源型產(chǎn)業(yè)指依賴于包括礦產(chǎn)資源、生物資源、氣候資源、土地資源等在內(nèi)的所有自然資源的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)部門(mén)，這類(lèi)產(chǎn)業(yè)以自然資源為基礎(chǔ)進(jìn)行開(kāi)發(fā)和利用，與自然資源賦存情況密切相關(guān)；而狹義的資源型產(chǎn)業(yè)是指以能源和礦產(chǎn)資源開(kāi)發(fā)利用為基礎(chǔ)的產(chǎn)業(yè)，包括資源開(kāi)采和與開(kāi)采相關(guān)的初步加工業(yè)，如采掘業(yè)、資源加工業(yè)、電力、熱力等產(chǎn)業(yè)。本文在進(jìn)行資源型產(chǎn)業(yè)影響研究時(shí)，主要指狹義的資源型產(chǎn)業(yè)。

長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，極大的促進(jìn)了國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，2002年以后資源型產(chǎn)業(yè)的年均增長(zhǎng)速度達(dá)到了20% 以上，為我國(guó)尤其是西部地區(qū)的工業(yè)化作出了較大貢獻(xiàn)。而隨著資源型產(chǎn)業(yè)的迅速發(fā)展，資源型產(chǎn)業(yè)的負(fù)面問(wèn)題開(kāi)始顯現(xiàn)，如對(duì)資源過(guò)度依賴、產(chǎn)業(yè)單一、污染環(huán)境、產(chǎn)業(yè)內(nèi)部創(chuàng)新不足等，這些問(wèn)題一方面引起學(xué)者們對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展的重視，另一方面也對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)本身的發(fā)展造成了影響。除此之外，資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展還受哪些因素影響，這些影響因素對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展和升級(jí)有什么啟示，這是本文研究的方向。

1 研究綜述

國(guó)內(nèi)關(guān)于資源型產(chǎn)業(yè)的研究，主要集中在以下兩方面。

一方面是關(guān)于資源型產(chǎn)業(yè)集群的研究。張會(huì)新(2009)對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)集群的動(dòng)力機(jī)制進(jìn)行分析，從資源、主體和環(huán)境三個(gè)層面分析動(dòng)力因素，并根據(jù)產(chǎn)業(yè)生命周期理論分析了動(dòng)力演化機(jī)理[1]。劉媛媛等(2014)認(rèn)為資源稟賦、競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)、政府培育是資源型產(chǎn)業(yè)形成機(jī)理因素，中國(guó)資源型產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展還處于初級(jí)階[2]。劉玉珂(2009)認(rèn)為自然資源、企業(yè)自身狀況、集群內(nèi)部結(jié)構(gòu)和政府服務(wù)管理是影響資源型產(chǎn)業(yè)集群形成和發(fā)展的主要因素[3]。張建斌(2012)比較了沒(méi)有環(huán)境壓力和資源約束下與資源與環(huán)境約束下的兩種資源型產(chǎn)業(yè)集群增長(zhǎng)模型的不同，資源型產(chǎn)業(yè)集群可持續(xù)發(fā)展路徑需要在生態(tài)環(huán)境承載下的角度下制定[4]。毛旭艷等(2011)對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)中的煤炭產(chǎn)業(yè)集群模式進(jìn)行研究，提出資源稟賦型、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)型和外力驅(qū)動(dòng)型三種集群模型[5]。孫麗芝等(2008)從組織機(jī)構(gòu)、生態(tài)和企業(yè)數(shù)量三方面對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)集群的風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行識(shí)別，并提出資源型產(chǎn)業(yè)集群可持續(xù)發(fā)展的對(duì)策[6]。張連業(yè)等(2007)認(rèn)為資源型產(chǎn)業(yè)集群轉(zhuǎn)型升級(jí)可以分為漸變式和劇變式兩種類(lèi)型，創(chuàng)新在資源型產(chǎn)業(yè)集群升級(jí)過(guò)程中有重要作用[7]。

第二方面的研究集中于資源型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型研究。田原等(2016)對(duì)低碳發(fā)展約束下的資源產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型障礙主要有技術(shù)創(chuàng)新缺乏、制度不足、思維定式和政府問(wèn)題等，提出低碳發(fā)展約束下資源型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)需要從多方面進(jìn)行推進(jìn)[8]。董雯等(2011)對(duì)烏魯木齊資源型產(chǎn)業(yè)對(duì)綠洲城鎮(zhèn)發(fā)展的空間效應(yīng)進(jìn)行分析，根據(jù)空間效應(yīng)為資源型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展提供思路[9]。陳穎(2012)對(duì)內(nèi)蒙古資源型產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型從動(dòng)力、制約、方式等方面進(jìn)行分析，并對(duì)內(nèi)蒙古資源型產(chǎn)業(yè)壯行升級(jí)進(jìn)行了總體構(gòu)想[10]。薛軍等(2013)對(duì)前人關(guān)于資源型產(chǎn)業(yè)的相關(guān)研究進(jìn)行總結(jié)梳理，對(duì)我國(guó)資源型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與升級(jí)進(jìn)行了理論評(píng)述[11]。聶華林等(2010)結(jié)合西部資源型城市對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)進(jìn)行分析，提出了戰(zhàn)略調(diào)整目標(biāo)和政策框架建議[12]。

對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)進(jìn)行充分研究是討論產(chǎn)業(yè)集群及轉(zhuǎn)型問(wèn)題的前提，但是目前關(guān)于資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響因素的研究很少，且集中于某種因素對(duì)產(chǎn)業(yè)某個(gè)方面的影響。如董穎(2007)分析了資源環(huán)境對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)群的影響[13]；武健鵬(2012)分析了資源型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型中政府作用的影響[14]。資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展受內(nèi)外各種因素的影響，但在測(cè)量方面無(wú)法避免自變量和因變量產(chǎn)生的誤差，且因素之間即因變量之間具有相互影響關(guān)系，因而無(wú)法使用傳統(tǒng)回歸方法處理，而結(jié)構(gòu)方程可以很好的解決以上問(wèn)題[15]。因此本文對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響因素進(jìn)行分析并構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行實(shí)證研究，以更充分的理解資源型產(chǎn)業(yè)。

2 影響因素

本文根據(jù)關(guān)于資源型產(chǎn)業(yè)的研究文獻(xiàn)，結(jié)合資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展特點(diǎn)，從外部環(huán)境及企業(yè)內(nèi)部管理兩方面確定資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素。在影響因素確定過(guò)程中，對(duì)3家煤炭企業(yè)、2家石油企業(yè)及1家鐵礦開(kāi)采企業(yè)的10位管理者進(jìn)行訪談，最終確定7個(gè)方面的36個(gè)影響因素指標(biāo)，見(jiàn)圖1。

3 實(shí)證分析

3.1 研究方法

結(jié)構(gòu)方程模型(Structural equation modeling, SEM)包含測(cè)量模型和結(jié)構(gòu)模型。測(cè)量模型反映觀察變量與潛在變量的因果關(guān)系，結(jié)構(gòu)模型反映潛在變量之間存在的關(guān)系。結(jié)構(gòu)方程模型可以將因素分析方法與路徑分析方法相結(jié)合，適合于多變量分析[15]。在樣本數(shù)據(jù)分析時(shí)，采用SPSS22.0與AMOS24.0進(jìn)行數(shù)據(jù)處理、指標(biāo)驗(yàn)證和模型修正。

3.2 數(shù)據(jù)獲取

1)制定問(wèn)卷。問(wèn)卷編制采用里克特五級(jí)量表法。第一步根據(jù)上文確定的指標(biāo)，查找各項(xiàng)指標(biāo)相關(guān)衍生概念文獻(xiàn)，根據(jù)指標(biāo)及文獻(xiàn)分析編制形成36項(xiàng)測(cè)試題目；第二步選擇30名資源型企業(yè)的管理人員進(jìn)行測(cè)試題目的回答，并對(duì)題目描述進(jìn)行評(píng)價(jià)；第三步，對(duì)各題得分統(tǒng)計(jì)分析，找出辨識(shí)力小的題目進(jìn)行修改或刪除，最終形成調(diào)查問(wèn)卷。

2)數(shù)據(jù)采集。問(wèn)卷調(diào)查主要集中在陜西、山西、內(nèi)蒙古、河北四省，因研究條件所限，除15份問(wèn)卷數(shù)據(jù)是通過(guò)現(xiàn)場(chǎng)訪談收集外，其余問(wèn)卷均采用郵件方式進(jìn)行發(fā)放回收。總計(jì)發(fā)放問(wèn)卷300份，回收262份，剔除信息不完整或不符合填寫(xiě)要求的問(wèn)卷45份，有效回收率為72.3%。

3.3 探索性分析

3.3.1 信度檢驗(yàn)

信度檢驗(yàn)是用同一方法觀測(cè)計(jì)算同一類(lèi)對(duì)象數(shù)據(jù)一致性的概率的方法，能夠評(píng)估問(wèn)卷調(diào)查分析的穩(wěn)定性和可靠性，主要用穩(wěn)定性、等值性和內(nèi)部一致性三種指標(biāo)。本文利用SPSS22.0對(duì)新能源產(chǎn)業(yè)影響因素量表的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行信度檢驗(yàn)，資源條件、產(chǎn)業(yè)環(huán)境、法律政策環(huán)境、環(huán)境因素、生產(chǎn)管理、人力資源、財(cái)務(wù)營(yíng)運(yùn)能力的信度檢驗(yàn)Alpha值分別為：0.813、0.792、0.815、0.805、0.819、0.834、0.787，均具有較高的置信度，具體分析如表1所示。

由表1可以看出，“市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度”、“企業(yè)競(jìng)合關(guān)系”、“貿(mào)易政策”、“人員行為管理”刪除后，其所在子量表的Alpha值會(huì)有較大提升，因此考慮刪除這四項(xiàng)，其他因素在刪除后Alpha值變化很小，予以保留。

圖1 資源型產(chǎn)業(yè)影響因素體系

表1 影響因素信度檢驗(yàn)Alpha值

影響因素Cronbach’sAlpha基于標(biāo)準(zhǔn)化項(xiàng)的Cronbach’sAlpha子因素項(xiàng)已刪除的Cronbach’sAlpha子因素項(xiàng)已刪除的Cronbach’sAlpha資源條件0．8130．815資源分布情況0．781資源可開(kāi)發(fā)量0．794資源豐富程度0．742資源開(kāi)發(fā)潛力0．809產(chǎn)業(yè)環(huán)境0．7920．790經(jīng)濟(jì)水平0．789產(chǎn)業(yè)布局0．787市場(chǎng)需求0．791產(chǎn)業(yè)聚集程度0．745市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度0．915企業(yè)競(jìng)合關(guān)系0．896產(chǎn)品價(jià)格0．723基礎(chǔ)設(shè)施狀況0．810法律政策環(huán)境0．8150．822資源政策0．722貿(mào)易政策0．910產(chǎn)業(yè)政策0．821環(huán)保政策0．797財(cái)政金融政策0．761環(huán)境因素0．8050．798環(huán)境保護(hù)0．789污染治理0．801資源節(jié)約0．796地理與交通環(huán)境0．783生產(chǎn)管理0．8190．823投入產(chǎn)出能力0．766技術(shù)設(shè)備水平0．790生產(chǎn)安全0．803研發(fā)投入0．777作業(yè)環(huán)境0．781人力資源0．8340．836人員行為管理0．944人力資源效益0．805人力資源結(jié)構(gòu)0．832技術(shù)人才0．813財(cái)務(wù)營(yíng)運(yùn)能力0．7870．790財(cái)務(wù)控制0．709營(yíng)銷(xiāo)能力0．715籌資能力0．796創(chuàng)新能力0．655盈利能力0．734

3.3.2 效度檢驗(yàn)

對(duì)各類(lèi)因素進(jìn)行效度檢驗(yàn)，得出資源條件、產(chǎn)業(yè)環(huán)境、法律政策環(huán)境、環(huán)境因素、生產(chǎn)管理、人力資源、財(cái)務(wù)營(yíng)運(yùn)能力的KMO值分別為0.836，0.781，0.823，0.804，0.817，0.749，0.742。均達(dá)到顯著水平，說(shuō)明幾類(lèi)因素量表均具有較好的測(cè)量效度，符合因子分析要求，具體如表2所示。通過(guò)效度檢驗(yàn)后，運(yùn)用主成分分析法進(jìn)行因子分析，對(duì)影響因素提取公因子，計(jì)算每個(gè)因素的因子貢獻(xiàn)率。

根據(jù)計(jì)算結(jié)果可以看出，只有“籌資能力”貢獻(xiàn)率0.442低于0.5，因此考慮去除此項(xiàng)，其余因素均大于0.5，予以保留。

3.4 探索性分析

根據(jù)探索性分析，保留31項(xiàng)影響因素，對(duì)其進(jìn)行驗(yàn)證性分析，使用AMOS24.0軟件繪制影響因素測(cè)量模型，經(jīng)過(guò)多次進(jìn)行修正得到資源型產(chǎn)業(yè)影響因素測(cè)量模型標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì)如圖2所示。

參考結(jié)構(gòu)方程模型統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)量的絕對(duì)擬合性指標(biāo)、相對(duì)擬合性指標(biāo)和簡(jiǎn)約擬合性指標(biāo)對(duì)修正后的模型進(jìn)行檢驗(yàn)，進(jìn)行模型整體適配性分析，結(jié)果顯示，各項(xiàng)因素均符合標(biāo)準(zhǔn)要求，具體結(jié)果如表3所示。

表2 影響因素公因子方差

表3 影響因素路徑模型整體適配性

圖2 修正后的資源型產(chǎn)業(yè)影響因素模型標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì)圖

3.5 結(jié)果分析

通過(guò)分析結(jié)果可以看出，模型整體達(dá)到適配性標(biāo)準(zhǔn)，適配性良好。從路徑模型得出外部環(huán)境和內(nèi)部管理對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響路徑系數(shù)分別為0.772和0.805，表明資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展受外部環(huán)境和企業(yè)內(nèi)部管理的共同作用。通過(guò)外部環(huán)境和內(nèi)部管理之間的路徑關(guān)系可以看出，外部環(huán)境與內(nèi)部管理作用關(guān)系顯著。外部環(huán)境對(duì)內(nèi)部管理路徑標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)達(dá)到0.613，表明外部環(huán)境變化會(huì)引起內(nèi)部管理的變化，進(jìn)而繼續(xù)影響資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展；外部環(huán)境中資源條件的路徑系數(shù)是0.793，源于資源型產(chǎn)業(yè)對(duì)自然資源的依賴，而產(chǎn)業(yè)環(huán)境路徑系數(shù)高達(dá)0.896，說(shuō)明資源型產(chǎn)業(yè)受外部經(jīng)濟(jì)及產(chǎn)業(yè)內(nèi)發(fā)展環(huán)境影響較大；法律政策和環(huán)境因素的路徑系數(shù)比前兩項(xiàng)稍低，表明在出臺(tái)資源型產(chǎn)業(yè)政策及發(fā)揮作用方面還有進(jìn)步的空間，而環(huán)境對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)的約束也有待加強(qiáng)。內(nèi)部管理中，生產(chǎn)管理、人力資源和財(cái)務(wù)運(yùn)營(yíng)的路徑系數(shù)分別為0.798、0.749和0.779，表明企業(yè)內(nèi)部各方面管理均對(duì)資源型企業(yè)發(fā)展有重要作用。

4 結(jié)語(yǔ)

本文通過(guò)文獻(xiàn)分析及專(zhuān)家訪談從產(chǎn)業(yè)外部環(huán)境和企業(yè)內(nèi)部管理兩方面對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)影響因素進(jìn)行分析，并通過(guò)探索性分析和驗(yàn)證性分析保留了31項(xiàng)因素作為影響資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素并進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。根據(jù)分析結(jié)果，對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和轉(zhuǎn)型有如下啟示。

1)資源型產(chǎn)業(yè)除了對(duì)資源依賴較大外，還受到產(chǎn)業(yè)環(huán)境方面不同因素的影響。在發(fā)揮資源型產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢(shì)的前提下，對(duì)產(chǎn)業(yè)環(huán)境因素進(jìn)行控制或改變，以改變資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顟B(tài)，尋找促進(jìn)資源型產(chǎn)業(yè)升級(jí)優(yōu)化的新路徑，對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

2)資源型產(chǎn)業(yè)是在國(guó)家政策的引導(dǎo)及環(huán)境的約束下發(fā)展的，目前來(lái)看，政策及環(huán)境的影響顯著性相對(duì)其他因素較小，說(shuō)明需要加強(qiáng)法律政策對(duì)資源型產(chǎn)業(yè)的引導(dǎo)作用，制定更加完善的政策并落實(shí)實(shí)施效果；增強(qiáng)生態(tài)環(huán)境在資源型產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的約束作用，促進(jìn)資源型產(chǎn)業(yè)向生態(tài)型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變，以實(shí)現(xiàn)在環(huán)境承載范圍內(nèi)的資源型產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

3)資源型產(chǎn)業(yè)的主體是企業(yè)，通過(guò)影響因素分析可以看出，企業(yè)內(nèi)部管理與產(chǎn)業(yè)發(fā)展息息相關(guān)。企業(yè)管理能力提升增強(qiáng)了企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)推動(dòng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。從長(zhǎng)期看，企業(yè)的創(chuàng)新可以保持長(zhǎng)久的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，而創(chuàng)新是推動(dòng)資源型產(chǎn)業(yè)升級(jí)的驅(qū)動(dòng)力。

[1] 張會(huì)新. 我國(guó)資源型產(chǎn)業(yè)集群的動(dòng)力機(jī)制研究[D]. 西安：西北大學(xué)，2009.

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2016年規(guī)模以上采礦業(yè)利潤(rùn)降幅收窄

國(guó)家統(tǒng)計(jì)局近日公布的最新數(shù)據(jù)顯示，2016年，全國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)總額68 803.2億元，比2015年增長(zhǎng)8.5%。其中，采礦業(yè)(規(guī)模以上，下同)實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)總額1 825.2億元，比2015年下降27.5%，降幅比2015年收窄30.7個(gè)百分點(diǎn)。

國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)顯示，2016年，在41個(gè)工業(yè)大類(lèi)行業(yè)中，29個(gè)行業(yè)利潤(rùn)總額比2015年增加，1個(gè)持平，11個(gè)減少。其中，采礦業(yè)中3個(gè)細(xì)分行業(yè)比上年下降，2個(gè)細(xì)分行業(yè)比上年增長(zhǎng)。具體來(lái)看：煤炭開(kāi)采和洗選業(yè)利潤(rùn)總額1 090.9億元，比2015年增長(zhǎng)223.6%，2015年是同比下降65%；石油和天然氣開(kāi)采業(yè)利潤(rùn)總額-476.3億元，比2015年下降158.9%，降幅比2015年擴(kuò)大84.4個(gè)百分點(diǎn)；黑色金屬礦采選業(yè)利潤(rùn)總額403.7億元，比2015年下降13%，降幅比2015年收窄30.9個(gè)百分點(diǎn)；有色金屬礦采選業(yè)利潤(rùn)總額483.3億元，比2015年增長(zhǎng)9.7%，2015年是同比下降19.3%。此外，非金屬礦采選業(yè)利潤(rùn)總額387.8億元，比2015年下降6.5%，2015年是同比增長(zhǎng)4.9%。

數(shù)據(jù)還顯示，2016年，采礦業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入49 646.7億元，比2015年下降4%，降幅比2015年收窄12.3個(gè)百分點(diǎn)。

Research on resource-based industry influence factors based on structural equation model

NIU Xiuhong

(School of Management，China University of Mining and Technology(Beijing)，Beijing 100083，China)

Resources industry development was influenced by various factors. Through literature analysis and expert interviews to determine the resource-based industry influence factors. External environment include resource condition, industry environment, law and policy and ecological environment, and internal management include production management, human resource and finance operation. Empirical analysis was conducted in the form of questionnaire. 5 factors was excluded for their influences to the reliability and validity of the scale and 31 factors was retained to be analyzed by structural equation model. Results show that both external environment and internal management have significant effects on resource-based industry. And external environment can impact internal management and further to the industry. Resource condition and industry environment had significant impact on external environment. Law and policy and ecological environment, remained to be improved. Production management, human resource and finance operation all played important roles in the enterprise development. The study indicates that the development and upgrade of resource-based industry can be studied from the aspects of influence factors.

resource-based industry; influence factor; structural equation model; empirical analysis

2016-10-04

牛秀紅(1988-)，女，博士研究生，主要從事技術(shù)經(jīng)濟(jì)、安全管理、風(fēng)險(xiǎn)管理等,E-mail：icey1228@yeah.net。

F407.1

A

1004-4051(2017)02-0077-06